張 穎，蘇君陽

（北京師范大學教育管理學院，北京 100875）

一、研究背景

提高教師參與學校管理水平，積極促進中小學校管理民主化已成為當今學校管理變革的重要趨勢。充分發揮教師建言這一教師參與學校管理重要渠道的作用，能夠有效促進教師為學校發展建言獻策，提高學校管理決策的科學性、民主性與合理性，進而促進學校辦學水平與能力的提升。但目前，我國很多中小學教師在學校管理實踐中長期處于“失聲”狀態，即便是在與其自身利益或專業特長緊密相關的議題上，大多數教師也往往選擇沉默。［1］在學校管理過程中，這不僅會造成教師這一重要人力資源的浪費，而且不利于提升學校管理的民主化水平。

校長負責制賦予了校長在學校內部更多的領導與管理權力。因而，在學校組織內部，教師是否參與學校管理以及怎樣參與管理主要受到學校領導的影響。目前，之于校長領導方式（如誠信領導［2］）對教師建言行為的影響已開展了較多研究。而領導反饋作為反映學校領導管理能力水平的重要方面，其對教師建言行為的影響還未得到應有的關注。此外，已有關于建言的研究多強調了個體認知理性對建言的影響，而忽視了個體情緒的重要作用。個體情緒對于教師建言具有怎樣的影響，其在學校領導反饋環境之于教師建言的影響中發揮什么樣的作用，是一個非常值得探究的問題。本研究基于情感事件理論，以教師個體為對象，探究領導反饋環境如何通過教師情緒來影響其建言行為，并進一步探討教師權力距離是如何調節該過程的。

本研究將有助于豐富領導反饋研究，更加全面地認識教師建言行為的發生機制，并為學校管理提供理論支撐和實踐啟示，從而通過提供支持性的領導反饋環境來促進教師建言，最終提高學校管理與決策的科學性、正當性與合理性。

二、概念界定與理論假設

（一）概念界定

教師建言是指教師針對學校工作中出現的問題，提出來的建議和擔憂，有促進性建言和抑制性建言兩種形式。促進性建言是指為了整體改進提高組織效能而提出的創新性建議，抑制性建言則是指針對可能對組織發展產生不利影響的現象、事件或行為而提出擔憂和警告。［3］

領導反饋環境是一個超越單一維度的領導反饋概念，是指日常工作環境中領導與員工之間的反饋情境，而不是組織定期的、正式的績效反饋行為。具體包括反饋源的可信性、反饋質量、反饋方式、積極反饋和消極反饋的準確性、反饋源的可利用性以及對反饋尋求的支持。［4］

教師情緒則是指教師在一段時間內體驗到的情緒狀態，具體分為積極情緒和消極情緒。積極情緒反映了一個人感到激情、活躍及精力充沛的程度，伴隨著高能量、高集中力和高愉悅。而消極情緒則是主觀的壓力與不愉快的情感狀態，包括生氣、蔑視、惡心、負罪、緊張與恐懼等。［5］本研究不對情感和情緒加以嚴格區分。

權力距離是指一個社會對組織中權力分配不平等情況的接受程度，權力距離越大，下屬對上級有更強的依附性。相反，權力距離越小，下級參與決策的需求程度越高。［6］

（二）文獻回顧與研究假設

1.領導反饋環境對教師建言行為的影響

目前有關領導反饋的概念理解以單一維度為主，難以有效反映復雜的管理實踐。已有研究分別從不同方面對反饋作出了解釋。從反饋效價來看，領導反饋被劃分為積極反饋和消極反饋。從反饋目的來看，領導反饋是基于員工績效表現考核的目的而提出的，具體可分為評估型和發展型兩種。從反饋方式來看，領導反饋基于信息的提供方式被具體劃分為信息型和控制型。目前已有研究多從單一維度對領導反饋概念以二分式劃分與理解，而單一維度的概念理解難以真實描述實踐情境中領導反饋多個方面混雜的復雜性，進而導致了領導反饋的影響研究呈現不一致甚至相互矛盾的研究結論。有研究指出，領導反饋有助于員工改進工作、增強員工創造性［7］、提高勞動生產率［8］。另有研究指出，38%以上的反饋對績效提升產生負向影響。［9］

針對以上矛盾，組織研究開始關注領導反饋環境這一綜合性概念，它是領導反饋源的可信性、反饋質量、反饋方式、積極反饋和消極反饋的準確性、反饋信息價值以及對反饋尋求支持等各個方面的綜合反映。支持性的反饋環境意味著員工收到的領導反饋源更加可信，反饋內容對下屬員工來說幫助更大，反饋方式更具得體性和關心性，積極反饋與消極反饋更加客觀真實，反饋更易獲得，領導對下屬反饋尋求行為亦更加鼓勵。［10］根據社會交換理論，領導為下屬提供支持性的反饋環境這一積極自愿行為將有助于領導和下屬之間形成高質量的領導—下屬交換關系，下屬則會產生以同樣積極行為來予以回報的義務感。［11］支持性的領導反饋環境將對員工的工作改進產生重要幫助，對員工來說更為有效，反饋方式也能讓員工感覺受到尊重，使其更加勇于實施反饋尋求行為。此類反饋環境有助于形成積極融洽的領導成員關系，促成建言行為的產生。除此之外，由于建言行為是一項損失與回報并存的風險性行為，支持性的反饋環境將有效提高個體心理安全，而不會擔心潛在可能的損失和成本，但支持性反饋環境能有效提高個體心理安全感，從而提升個體建言水平。［12］據此，本研究提出以下研究假設。

H1a：領導反饋環境對促進性建言行為具有正向預測作用；

H1b：領導反饋環境對抑制性建言行為具有正向預測作用。

2.教師情緒的中介作用

已有研究的理論視角多以認知理性視角為主，導致具有非理性特征的情緒視角長久以來在建言行為研究中被忽視。目前建言行為研究視角集中在社會交換理論、資源保存理論等視角之中［13］，認為建言是一項充滿風險的個體行為，個體會在仔細考慮潛在得與失后再決定建言與否，這是一個理性發揮作用的認知評價計算過程。［14］但實際上個體絕非完全的理性存在，長久以來將認知與情感二分的做法顯得過于簡單且極具誤導。［15］新近大量研究已表明情緒在各類前因變量與組織行為之間的重要解釋機制，如伊利斯和佳吉（Ilies，Judge）的研究表明情感在領導反饋與員工的目標管理之間發揮了中介效果。［16］格洛波（Glomb）等人發現良好的情緒體驗會促使員工做一些組織公民行為，積極的情緒對員工組織公民行為具有顯著的預測作用。［17］

對此，本研究基于情感事件理論來探討教師建言行為的發生機制。情感事件理論指出：工作事件會引發員工不同的個體情感反應，進而將對員工個體的態度行為產生影響。情感反應一方面將直接對員工行為產生影響，即情感驅動行為；另一方面將先通過影響員工態度（如組織承諾、工作滿意度）間接影響其行為，即態度驅動行為。［18］支持性的領導反饋環境將有助于員工產生快樂、滿意、高成就感等積極情感，相反將產生恐懼、煩躁等負面情緒，而體驗到的不同情感亦將進一步影響個體是選擇積極應對還是消極逃避。［19］據此，本研究提出教師情緒在領導反饋環境與教師建言行為之間發揮中介作用的研究假設。

H2a：領導反饋環境對教師積極情緒具有正向預測作用；

H2b：領導反饋環境對教師消極情緒具有負向預測作用；

H2c：教師積極情緒在領導反饋環境和促進性建言行為之間發揮中介作用；

H2d：教師積極情緒在領導反饋環境和抑制性建言行為之間發揮中介作用；

H2e：教師消極情緒在領導反饋環境和促進性建言行為之間發揮中介作用；

H2f：教師消極情緒在領導反饋環境和抑制性建言行為之間發揮中介作用。

3.權力距離的調節作用

有研究指出，雖然針對建言行為的中介機制已有了較為全面的討論，但對其中的調節機制還未深入研究。［18］權力距離具體反應了個體對組織權力關系的看法或價值觀，高權力距離個體習慣于遵從領導，而不會輕易表達異議，以完成上級任務為目標，不愿過多參與組織事物，表現出較少的組織公民行為。［20］而低權力距離下屬則認為不應讓渡自己的權利以服從領導安排，領導與下屬并無區別。根據個體——情境交互作用理論，個體行為是其人格與情境相互作用的結果，個體與情境是一個整合、復雜和動態的整體，只有融合二者才能對個體行為作出有效解釋。［21］在同樣程度的支持性領導反饋環境中，低權力距離個體將此反饋環境看作理所應當，如果沒有滿足，會產生不滿等消極情緒。而對高權力距離個體來說，該反饋則會引發強烈的積極情緒，即使沒有滿足也不會產生消極情緒。因此，高權力距離個體在支持性的領導反饋環境中體驗到更多積極情緒和更少消極情緒，從而表現出更多的建言行為。

據此，本研究提出教師權力距離調節了教師情緒在領導反饋環境與建言行為之間的中介作用。

H3a：權力距離正向調節教師積極情緒在領導反饋環境與促進性建言之間的中介作用；

H3b：權力距離正向調節教師積極情緒在領導反饋環境與抑制性建言之間的中介作用；

H3c：權力距離負向調節教師消極情緒在領導反饋環境與促進性建言之間的中介作用；

H3d：權力距離負向調節教師消極情緒在領導反饋環境與抑制性建言之間的中介作用。

綜上所述，本研究研究假設框架如圖1所示。

圖1 研究假設框架圖

三、研究方法

（一）研究對象

本研究選取山西、湖北兩地27所中小學隨機發放600份問卷，在刪除不合格問卷后，收回491份有效問卷，問卷有效率為81.8%。其中，性別上，男教師164名，占比33.4%；年齡上，31～40和41～50兩個年齡段人數最多，各占比39.5%、39.9%；學歷上，本科學歷最多，占比88.8%；職稱上，二級及二級以上的教師占比96.5%；教齡上，92.9%的教師具有4年及以上教齡。

（二）研究工具

1.領導反饋環境測量工具

本研究采用斯蒂爾曼（Steelman）的領導反饋環境問卷，［22］共32個題項，典型題項如“我的領導通常熟知我在工作中的表現”“我很信任領導給我的反饋”。問卷采用七點量表進行評價，“1”表示“非常不符合”，“7”表示“非常符合”，得分越高表示該行為越符合實際情況。本研究中，問卷Cronbach’s a系數為0.946，信度良好。

2.教師情緒測量工具

本研究采用沃森（Watson）等人編制的正性負性情緒量表（PANAS），［23］該問卷通過詢問1～2星期內不同情感、情緒的符合狀態來測量正性情緒和負性情緒，共18個題項，其中正性情緒和負性情緒各9題，典型題項如“感興趣的”“心煩的”等。問卷采用五點量表進行評價，“1”表示“幾乎沒有”，“5”表示“極其多”，得分越高表示該描述越符合其實際情況。本研究中，問卷Cronbach’s a系數為0.802，信度良好。

3.權力距離測量工具

本研究采用多曼（Dorman）等人的權力距離問卷，［24］共6個題項，典型題項如“對待下屬時，管理者常常有必要使用權威和權力”“領導應避免和員工發生工作以外的接觸”。問卷采用五點量表進行評價，“1”表示“幾乎沒有”，“5”表示“極其多”，得分越高表示該描述越符合其實際情況。本研究中，問卷Cronbach’s a系數為0.758，屬于可接受范圍。［25］

4.教師建言測量工具

本研究采用梁建（Liang）的員工建言問卷，［26］共10個題項，其中促進性建言和抑制性建言各5題，典型題項如“就學校中可能出現的問題，我會提出自己的建議”“我會及時勸阻同事影響工作效率的不良行為”。問卷采用五點量表進行評價，“1”表示“幾乎沒有”，“5”表示“極其多”，得分越高表示該描述越符合其實際情況。本研究中，問卷Cronbach’s a系數為0.951，信度良好。

除此之外，為了控制人口變量以及學校環境因素對分析結果的影響，將可能對教師建言行為產生影響的人口學變量列為控制變量，在分析中進入回歸加以控制。

（三）同源方法偏差檢驗

本研究在問卷設計和數據收集中為降低同源方法偏差而采取了多種方法進行事前控制，如匿名填寫和問卷反向題設計。此外，通過結構方程模型對本研究同源方法偏差加以檢驗，通過設定公因子數為1進行驗證性因子分析，從而對“單一因素解釋了所有的變異”這一假設作更為精確的檢驗。［27］通過將領導反饋環境、正面情緒、負面情緒、促進性建言、抑制性建言、權力距離固定為1個因子，檢查模型擬合情況：χ2/df＝13.95，CFI＝0.547，TLI＝0.511，RMSEA＝0.162，SRMR＝0.146。模型擬合不佳，表明本研究不存在嚴重的同源方法偏差。

四、結果分析

（一）區分效度檢驗

為驗證本研究中各個變量的區分效度，筆者首先通過Mplus7.0軟件對領導反饋環境、積極情緒、消極情緒、促進性建言、抑制性建言和權力距離的六因子模型與其他存在嵌套關系的競爭模型進行驗證性因子分析模型比較，結果如表1所示。結果表明：六因子基準模型的模型擬合指標最優，且明顯優于其他嵌套模型。因此，六因子基準模型能夠更好代表本研究中的測量因子結構，說明變量間具有良好的區分效度。

（二）領導反饋環境、教師情緒、權力距離和教師建言的之間的相關分析

表2列出了本研究各個變量的均值、標準差和相關系數，其中各變量之間的相關均符合前期理論預期，但消極情緒與教師抑制性建言和促進性建言相關不顯著。

表1 測量模型的比較

表2 各變量均值、標準差和相關系數（N＝491）

（三）領導反饋環境對教師建言的直接效應

本研究采用層級回歸分析方法對研究假設逐步加以驗證。其中，性別、年齡、學歷、職稱和教齡皆被列為控制變量進入回歸，各模型中交互項均為標準化后的乘積項。表3為所有模型逐步回歸分析的所有過程和結果。

在模型五和模型十一中，分別以促進性建言和抑制性建言為結果變量，表明領導反饋環境對教師促進性建言（β＝0.43，p＜0.001）和抑制性建言（β＝0.38，p＜0.001）具有顯著的正向預測作用，假設H1a和H1b得到驗證。

（四）教師情緒在領導反饋和教師建言之間的中介效應

為檢驗教師情緒在領導反饋環境與建言行為之間的中介作用，本研究依照溫忠麟等人［28］的中介效應分析過程。第一步，檢驗自變量對結果變量的影響系數c是否顯著。前文模型五和模型十一已表明c顯著。第二步，檢驗自變量對中介變量影響系數a以及中介變量對結果變量的影響系數a是否顯著。模型一和模型三中，分別以教師積極情緒和消極情緒為結果變量，表明領導反饋環境對教師積極情緒（β＝0.44，p＜0.001）具有顯著的正向預測作用，對教師消極情緒（β＝-0.23，p＜0.001）具有顯著負向預測作用，影響系數a均顯著，假設H2a和H2b得到驗證。模型六、七、十二、十三中，以教師促進性建言和抑制性建言為結果變量，積極情緒對促進性建言（β＝0.26，p＜0.001）和抑制性建言（β＝0.26，p＜0.001）具有顯著的正向預測作用，消極情緒對促進性建言（β＝0.12，p＜0.01）和抑制性建言（β＝0.17，p＜0.01）具有顯著的正向預測作用，影響系數b均顯著。至此，教師積極情緒和消極情緒在領導反饋環境和建言行為之間的中介作用得到驗證，假設H2c、H2d、H2e、H2f得到驗證。第三步，檢查c’系數是否顯著并比較ab與c’符號。在模型六、七、十二、十三中，加入中介變量后，自變量領導反饋環境對建言行為直接效應c’依舊顯著。在領導反饋環境通過積極情緒影響建言行為過程中，ab與c’同號，表明積極情緒在領導反饋環境與促進性建言行為和抑制性建言行為之間發揮中介作用，其效用值分別為26.46%、30.06%。在領導反饋環境通過消極情緒影響建言行為過程中，ab與c’異號，表明消極情緒在領導反饋環境與促進性建言行為和抑制性建言行為之間產生遮掩效應，效應值分別為8.46%、6.68%。

（五）權力距離的調節效應

本研究采取穆勒（Muller）等人［29］的混合模型檢驗方法考查權力距離的調節作用，并具體闡述權力距離在領導反饋環境通過積極情緒影響促進性建言這一中介模型中的調節作用。第一步，以促進性建言為結果變量，納入人口學基本變量、領導反饋環境、權力距離以及領導反饋環境和權力距離的交互項進行回歸（模型十四），領導反饋環境（β＝0.40，p＜0.001）作用顯著，權力距離（p＞0.05）、交互項（p＞0.05）作用均不顯著。因此，權力距離并不直接調節領導反饋環境對促進性建言行為的影響。由于中介的調節模型未能得到驗證，接下來繼續考慮權力距離為有調節的中介模型。第二步，以教師積極情緒為結果變量，納入基本人口變量、領導反饋環境、權力距離以及領導反饋環境和權力距離的交互項進行回歸（模型二），領導反饋環境（β＝0.45，p＜0.001）作用顯著，權力距離（p＞0.05）、交互項（p＞0.05）作用均不顯著。第三步，以促進性建言行為結果變量，納入基本人口變量、領導反饋環境、權力距離、積極情緒、積極情緒和權力距離交互項、領導反饋環境與權力距離交互項進行回歸（模型九），領導反饋環境（β＝0.30，p＜0.001）、權力距離（p＞0）、積極情緒（β＝0.27，p＜0.001）、積極情緒和權力距離交互項（β＝0.25，p＜0.05）、領導反饋環境與權力距離交互項（β＝-0.14，p＜0.05）。至此，權力距離在此模型中是一個有調節作用的中介模型，權力距離調節了積極情緒中介作用的后半路徑。

按照同樣的步驟分別檢驗權力距離在領導反饋環境通過積極情緒影響抑制性建言、領導反饋環境通過消極情緒影響促進性建言、抑制性建言等三個中介模型中的調節作用。檢驗結果表明權力距離同樣在領導反饋環境通過積極情緒影響抑制性建言行為的后半路徑發揮調節作用，權力距離在領導反饋環境、消極情緒、促進性建言和抑制性建言之間未發揮調節作用。各模型回歸結果如表3所示。綜上所述，H3a、H3b假設得到驗證，但H3c、H3d未能得到驗證。

為進一步展示教師權力距離調節作用，本研究分別以高于均值和低于均值一個標準差為基準來描繪不同權力距離教師的積極情緒與建言行為之間關系的差別，分別如圖2、圖3所示。圖2、圖3表明：對于高權力距離教師而言，積極情緒對促進性建言和抑制性建言的正向影響更強。

圖2 權力距離對積極情緒與促進性建言關系的調節作用

圖3 權力距離對積極情緒與抑制性建言關系的調節作用

五、討論與建議

推動學校管理民主化是保障新時代我國基礎教育質量提升的重要舉措，亦是實現學校治理體系與治理能力現代化的重要訴求。教師建言作為教師參與學校管理的主要渠道，其作用的有效發揮有利于學校組織自主發現問題、解決問題，以有效地保障學校實現內涵發展、提升教育教學質量與整體辦學水平。本研究從微觀情緒視角揭示了領導反饋對教師建言行為的影響機制，證實了教師權力距離這一個體特質在建言行為中的調節作用。基于此，本研究提出以下建議。

表3 模型分步回歸結果

（一）提升學校領導反饋水平，營造支持性的領導反饋環境

本研究表明領導反饋環境能對教師情緒及建言行為具有重要影響。具體表現如下：其一，能夠提高教師積極情緒并降低教師消極情緒，有利于教師保持健康的心理狀態；其二，能有力提升教師建言行為的發生，無論是“錦上添花”式的促進性建議，還是“挑刺”式的抑制性建議。

學校領導在管理實踐中，應注重自身與教師之間的溝通方式，進一步提升自身的反饋水平以為教師提供支持性的反饋環境。具體來說，學校領導應該努力提升其可信性，尊重、關心下屬，真誠反饋，保證反饋的高質量、高價值，并應實現其反饋對教師的幫助作用及有效性，注重積極反饋和消極反饋的準確性以避免過多低效甚至無效的反饋，除此之外還應努力為教師的反饋尋求行為提供保障與支持。

（二）關注教師情緒“雙刃劍”效應，妥善應對不同情緒反應

教師積極情緒在領導反饋環境和教師建言行為之間產生中介作用，但值得注意的是消極情緒在二者之間產生遮掩效應。當領導反饋環境更具支持性，教師將體驗到更多的積極情緒，而此積極情緒亦將有效促進兩種建言行為的發生。與之相對的是，支持性的領導反饋環境能夠有效降低消極情緒，而消極情緒則正向預測了建言行為。從早期赫奇曼提出的EVL理論可知，建言行為是當個體對組織產生不滿時將會采取的行為。［3］當個體對組織不滿并產生各類消極情緒，員工個體會通過更大程度的建言來對現狀表達不滿和提出抗議。

從積極情緒方面來看，學校領導可以通過創設支持性的反饋環境來營造輕松愉悅的學校工作環境，幫助教師形成積極、正面的情緒狀態，有利于教師更積極踴躍地建言。從消極情緒來看，學校領導則需更加審慎評估消極情緒的形成原因及其可能產生的影響后果。領導需要清楚何種反饋導致教師消極情緒的產生，以及該消極情緒是否將導致教師破壞性的隨意建言或更多不可逆的負面影響。如果消極情緒建言并非屬于破壞性隨意建言，那么由消極情緒導致的建言中亦會存在著一些具有較強真實性和緊迫性的信息與議題，其同樣能為領導管理決策提供真實可靠的信息基礎。因此，如何妥善應對不同情緒下的建言行為還需要領導對其加以有效評估并做好事前的籌備和安排。

（三）扭轉高權力距離教師“沉默”刻板印象，廣開言路

權力距離調節了積極情緒在領導反饋環境與教師建言之間的中介效應。相較于低權力距離教師而言，高權力距離教師的積極情緒對建言行為的影響更強，進而會表現出更多的建言行為。該研究結論與以往大多研究呈現了不一致性，以往研究多認為高權力距離個體更多選擇服從，而不會輕易表達觀點和看法。［30］但其實在適當情境下，高權力距離員工相較于低權力距離員工更能表現出高創新行為。［31］對于低權力距離教師來說，領導支持性反饋環境是一項保健性供給，滿足被視為理所應當。而對于高權力距離教師來說，支持性反饋環境則是一項激勵性供給，一旦滿足，高權力距離教師將會認為領導給予了自己足夠的重視和信任，基于社會交換視角，高權力距離教師將會表現出更多的回報性行為，如建言行為。

對此，學校領導首先要以提供支持性的領導反饋環境為基礎，這是實現廣開言路的必備條件。在面對不同權力距離的教師個體時，既要給予低權力距離教師充分的自由表達空間，聆聽其建議與看法，也要克服領導心中高權力距離教師不會表達只會按章辦事的“沉默”刻板印象，給予其足夠的關注和尊重。